Maternal and cord blood parameters are associated with placental and newborn outcomes in indigenous mothers: A case study in the MINDI cohort.

Background: Multiple infections, nutrient deficiencies and inflammation (MINDI) occur in indigenous communities, but their associations with perinatal outcomes have not been described. Objective: To assess maternal and cord blood micronutrient and inflammation status in peripartum mothers from the Ngäbe-Buglé comarca in Panama, and their associations with placental and infant outcomes.
Methods: In 34 mother-newborn dyads, placental weight and diameter were measured, and maternal and cord blood were processed for complete cell counts, serum C-reactive protein, ferritin, serum transferrin receptor (sTfR), vitamins A and D. Blood volumes were calculated using Nadler's formula.
Results: Mothers had low plasma volume (<2.8 L, 96%), vitamin A (52.9%), vitamin D (29.4%), iron (58.8%) and hemoglobin (23.5%), but high hematocrit (>40%, 17.6%) and inflammation (C-reactive protein >8.1 mg/L, 85.3%). Birthweights were normal, but low placental weight (35.3%), low head circumference Z-scores (17.6%), and low cord hemoglobin (5.9%), iron (79.4%), vitamin A (14.7%) and vitamin D (82.3%) were identified. Maternal and cord vitamin D were highly correlated. Higher maternal plasma volume was associated with heavier placentae (β= 0.57), and higher cord D (β= 0.43) and eosinophils (β= 0.43) with larger placentae. Hemoconcentration (higher cord hematocrit) was associated with lower newborn weight (β= -0.48) and head circumference (β= -0.56). Inflammation [higher maternal neutrophils (β= -0.50), and cord platelets (β= -0.32)] was associated with lower newborn length and head circumference.
Conclusion: Maternal-newborn hemoconcentration, subclinical inflammation and multiple nutrient deficiencies, particularly neonatal vitamin D deficiency, were identified as potential targets for interventions to improve pregnancy outcomes in vulnerable communities.

Remark

Introduction

Indigenous communities in the Americas constitute vulnerable minorities with higher health disadvantages , . Indigenous pregnant women are at higher risk of delivering low birthweight babies, maternal and infant mortality, and children have higher rates of malnutrition and lower life expectancy . Native peoples from North America have high rates of preterm delivery and infant mortality , but not small for gestational age . The higher prevalence of these complications is often associated with the remoteness of most indigenous communities .

The study of placental outcomes in indigenous populations is rare. A study that compared placental specimens from indigenous and non-indigenous low-risk women delivering at term showed that placental inflammation was more frequent in indigenous women . Also, placental malarial infection was a risk factor for low birthweight of infants from indigenous mothers . To our knowledge, no studies of placental outcomes in Latin American indigenous women have been performed.

Nutritional status is also known to differ in indigenous mothers and infants compared with non-indigenous communities. In Canada, energy malnutrition is not a problem, but micronutrient deficiencies, particularly iron, vitamins A, D, folic acid and fluoride, as well as the presence of infections are problematic . Both mothers and newborns , from native communities in Northern Canada have lower vitamin A concentrations than non-native populations.

Indigenous Latin American communities are even more disadvantaged, given the conditions of remoteness, and also extreme poverty, lack of water/sanitation, access to health and education systems and lower intake of quality foods during critical periods of growth and development . National surveys in Mesoamerican countries that included indigenous communities have reported elevated rates of anemia and wasting [weight-for-height Z-scores <-2 standard deviations (SD)] in early childhood .

Although traditional indigenous foods are known to be good sources of micronutrients including iron and vitamin D, food insecurity and dietary transitions have resulted in increased malnutrition in indigenous communities . Iron , vitamin A and vitamin D deficiencies , have been found to be prevalent in indigenous communities. This is of particular interest given the recognized link between maternal iron deficiency and adverse outcomes of pregnancy , and between micronutrient deficiencies during pregnancy and longer-term impacts into adulthood .

Despite evidence that micronutrient deficiencies in women of reproductive age are major health problems , factors associated with adverse pregnancy outcomes in indigenous communities are less understood. We had previously reported that pregnant and lactating women from the Ngäbe-Buglé indigenous community, the largest and fastest growing indigenous community in Panama, had multiple coexisting infections , multiple nutrient deficiencies and inflammation , and that maternal low pulse pressure was associated with smaller fetuses using symphysis-fundal height as indicator . For this cross-sectional exploratory study, our overarching goal was to assess the inflammation and nutritional status of mother-infant dyads, including deficiencies in iron, vitamin D and vitamin A, as well as their associations with placental and newborn anthropometry, the two pregnancy outcomes available at delivery in women from the Ngäbe-Buglé Comarca.

Materials and Methods

Ethics approval was obtained from the Gorgas Memorial Institute in Panama (No. 1618/CNBI/ICGES/10) which required, as a prerequisite for final approval, a signed agreement with indigenous authorities of the Ngäbe-Buglé comarca and with the Panamanian Ministry of Health. Ethics approval was also obtained from McGill University in Canada (No. A03-M25-08B). All were in accordance with the recommendations of the Operational Guides of Bioethics in Research. Participants gave written informed consent in accordance with the Declaration of Helsinki .

Context and participants

The ‘Hospital General del Oriente Chiricano’ in San Félix, Panama, serves mainly indigenous peoples, in whom professional attendance of delivery occurred only in 43.9% in 2010 , the remainder were home deliveries attended by traditional midwives. In an effort to increase institutional delivery attendance for indigenous women living in remote areas, Comarcal Health Authorities partnered with the Catholic church and arranged a temporary home in San Felix, near the local hospital where women at the end of their pregnancies could stay for several weeks with a companion, while waiting for delivery. They received health education and nurse follow-up. These indigenous women and those living close-by the town of San Felix, reached the local hospital for normal vaginal delivery. The hospital reported 620 deliveries in 2010 and we were able to recruit 34 women at delivery in our one-month screening period between November and December 2010 (65% of expected deliveries/month). Complicated pregnancies including those requiring caesarean section were referred to the nearest second-level hospital, one hour away by car from San Felix. Those women were not included in the study.

Indigenous pregnant women in normal active normal labor admitted to the Obstetric Unit were asked to participate, only if they were having spaced contractions, were willing to chat and feeling well enough to receive an explanation of the project and to provide informed consent. Information from hospital files including obstetric history, and vital signs and anthropometrics at admission were recorded.

Clinical indicators

Blood pressure was taken when mothers were admitted to the labour room, in supine position, in between uterine contractions using a mercury sphygmomanometer. Pulse pressure was calculated by subtracting diastolic blood pressure from systolic blood pressure , and pulse pressure <42 mmHg was considered low . Mean arterial pressure [Mean arterial pressure = (systolic blood pressure + 2x diastolic blood pressure)/3] was calculated , and mean arterial pressure >86 mm Hg was identified as high .

Maternal blood samples were routinely collected at admission, and an extra 10 mL was collected for serum micronutrient analyses. Deliveries were attended by a local physician assisted by 1-2 nurses. Infant Apgar scores at 1 and 5 minutes and macroscopic characteristics of amniotic fluid at birth observing the presence of meconium were recorded. Delayed cord clamping was part of the institutional protocol. Cord blood samples were taken immediately after cord blood clapping and before placental delivery.

Biometric measurements

Placenta: Placental weight was measured using an electronic balance and its diameter using a non-extensible measuring tape. Macroscopic characteristics of placentae including the visual presence of nodules classified as small (pinpoint type) or large (plaques of ≥5 mm diameter) were recorded. Placental weight Z-scores for fetal weight were calculated using standards derived from 20,635 singleton deliveries registered at the McGill Obstetrics and Neonatal Database .

Infant Anthropometry: Nurses of the obstetric department at San Félix hospital took routine anthropometry measurements (weight, length and head circumference) of infants immediately after delivery. Measurements registered in clinical files were used to calculate Z-scores of weight-for-age, Z-scores of length-for-age, Z-scores of weight-for-length, and Z-scores of head circumference-for-age based on INTERGROWTH-21 standards .

Complete blood cell counts

Maternal and cord blood were analyzed for complete blood cell count using a BC-5500 Mindary Auto Hematology Analyzer. Maternal anemia was defined as hemoglobin (Hb) <11 g/dL . Specific cut-offs for the third trimester of pregnancy were used for other red blood cell (RBC) indices . Platelet indices with no established cut-offs for pregnancy [plateletcrit and platelet distribution width] were compared against normal population values . We used newborn blood cell count cut-offs by sex and gestational age at delivery as described by Glasser et al . Newborn anemia was defined as cord hemoglobin <116 g/L in girls and <120 g/L in boys . Normal cord blood ranges for plateletcrit and platelet distribution width were taken from the study by Basu et al .

Serum analyses

Serum from maternal and cord blood was frozen at -20o C before processing at the Gorgas Memorial Institute in Panama City for ferritin enzyme immunoassay (ELISA, MP Biomedicals, Orangeburg, NY) with a minimum detectable concentration of 5 ng/mL, for Ramco’s serum transferrin receptor (sTfR) enzyme immunoassay based upon the double antibody sandwich method with a lower limit value of 1 µg/L, and for a high sensitivity enzyme immunoassay of C-reactive protein, based on the principle of a solid phase ELISA, with a minimum detectable concentration of 0.1 mg/L (MP Biomedicals, Orangeburg, NY). Maternal iron deficiency was defined as sTfR >8.3 mg/L (Ramco®) or serum ferritin <20 µg/L (as defined by WHO at the time of the study) , and newborn iron deficiency as cord sTfR >9.6 mg/L or cord ferritin <114 µg/L . C-reactive protein was considered elevated if >8.1 mg/L in maternal serum , or >0.5 mg/L in cord blood .

Vitamin A concentrations were determined using high-performance liquid chromatographic technique (HPLC) at the Institute of Scientific Research and High Technology Services INDICASAT in Panama City. Remaining serum samples were transported to Montreal for further processing using LIAISON for 25 OH vitamin D at the School of Human Nutrition of McGill University. Maternal and neonatal vitamin A were considered as deficient if <0.35 μmol/L, or insufficient if <1.05 μmol/L , , . Both maternal and neonatal 25(OH)D were considered low if <50 nmol/L , .

To explore the possibility of maternal hypovolemia suggested by previous research in this population , calculations of maternal and neonatal total blood volume were made using Nadler’s formula (total blood volume =0.3561 x (Height in meters)3 + 0.03308 x Weight in kgs + 0.1833 , . The mean ± SD (82.28 ± 16.9 mL/kg) of blood volume found in term neonates calculated by pulse dye densitometry with indocyanine green was considered normal. Maternal plasma volume was calculated as total blood volume x (1-hematocrit) . A low maternal plasma volume was considered if < 5th percentile for term-pregnancies (< 2.8 L) as defined by de Haas et al .

Statistical analyses

Statistical analyses were performed using the SPSS software v.25.0 for Mac (SPSS Inc., Chicago, IL, USA) and Stata/IC 16.1 for Mac (TX, USA). Descriptive statistics were used to calculate means, medians, interquartile ranges (IQR) and proportions. Correlations between maternal and neonatal blood cell indices and serum biomarkers were assessed. A Student-T test was used to compare the number of cord eosinophils with the presence/absence of maternal eosinophilia, defined as >0.6 x103/mm3 ( . A p-value <0.05 was considered statistically significant.

To evaluate associations of placental outcomes (weight and diameter), and of infant anthropometry [weight (kg), length (cm) and head circumference (cm) as well as Z-scores of weight-for-age, Z-scores of weight-for-length, Z-scores of length-for-age and Z-scores of head circumference-for-age], covariates were grouped into maternal characteristics (age, parity, gestational age, weight for height classification, blood pressure measurements and maternal plasma volume), and four sets of maternal/cord blood variables: inflammation indicators [C-reactive protein, white blood cells (WBC) and differential including the neutrophil/lymphocyte ratio (NLR)], RBC indices; platelet indices; and nutritional indicators (ferritin, sTfR, vitamins A and D). For newborn weight (kg) and length (cm) models, gestational age was also included. Each group of covariates was evaluated using bootstrap regressions with 1,000 repetitions, and those variables entering ≥ 50% repetitions were selected and used in multivariable fractional polynomial regression models. The multivariable fractional polynomial algorithm combines backwards elimination and the determination of suitable functional forms from the fractional polynomial class to address possible nonlinearity . The significance level for removal from the model was set at 0.15, in order to achieve a maximum of 4 variables entering final models. Missing data (3 for maternal weight, 3 for maternal height, 1 for maternal C-reactive protein and 1 for infant’s length) were not imputed and complete case analyses were performed. To further explore the association between maternal neutrophils and birth length, the cut-point of neutrophils for the detection of Z-scores of weight-for-length <-2 was assessed using the Liu method, which maximizes the product of the sensitivity and specificity . Absence of collinearity and stability of regression coefficients were evaluated using a variance inflation factor <10 and a condition number <30 respectively.

Results

Study participants

Characteristics of mothers, placentae and newborns are shown in Table 1. Among known risk factors for adverse outcomes, our sample included maternal adolescence (35.3%), grand multiparity (29.4%), elevated mean-arterial pressure (55.9%) and low pulse pressure (82.3%). All women had term-deliveries with gestational age ranging from 37-42 weeks. Placentae were <10th centile-for gestational age in 35.3%; amnion nodular lesions were observed in 70.6% of placentae, 41.2% being pinpoint shaped and 29.4% being larger plaques.

Table 1

Maternal, placental and newborn characteristics

Maternal Characteristics		Placental characteristics
Age (years), median (min-max)	23 (16-37)	Weight (gr), mean ± SD	565.6 ±113.8
≤19 yr, n (%)	12 (35.3%)	Diameter (cm), mean ± SD	20.1 ±2.2
≥35 yr, n (%)	3 (8.8%)	Placental weight <10th centile for gestational age, n (%)	12 (35.3%)
Number of deliveries, median (min-max)	3 (1-10)	Presence of amnion nodules, n (%)	24 (70.6%)
1st, n (%)	5 (14.7%)	Amniotic fluid at delivery
≥ 5, n (%)	10 (29.4%)	Clear, n (%)	23 (67.6%)
Pre-delivery vital signs		Diluted meconium, n (%)	7 (20.6%)
Temperature (oC), mean ± SD	37.0 ±0.4	Thick meconium, n (%)	4 (11.8%)
Cardiac rate, bpm, mean ± SD	79 ±6	Newborn characteristics
Blood pressure (BP), mmHg		Male, n (%)	21 (61.8%)
Systolic BP, mean ± SD	108 ±12	Female, n (%)	13 (38.2%)
Diastolic BP, mean ± SD	73 ±8	Gestational age, weeks, mean ± SD	39.4 ± 1.16
Pulse Pressure, mean ± SD	35 ±10	Birth weight (kg), mean ± SD	3.3 ±0.43
Pulse Pressure < 42 mmHg, n (%)	28 (82.3%)	Birth length (cm), mean ± SD (n=33)	51.02 ±1.5
Mean Arterial Pressure, mean ± SD	85 ±9	Head circumference (cm), mean ± SD	33.3 ±1.6
Mean arterial pressure >86 mmHg, n (%)	19 (55.9%)	Weight for age z score, mean ± SD	0.09 ±1.0
Anthropometrics		Z-scores of weight-for-age <-2 SD, n (%)	1 (2.9%)
Weight (kg), mean ± SD (n=31)	62.8 ±8.9	Weight for length z score, mean ± SD	-0.3 ±1.1
Height (m), mean ± SD (n=31)	1.49 ±0.05	Z-scores of weight-for-length <-2 SD, n (%)	2 (6.0%)
Weight for height for gestational age (n=29)		Length for age z score, mean ± SD	1.0 ±0.9
Underweight, n (%)	5 (16.1%)	Z-scores of length-for-age <-2 SD, n	0
Normal Weight, n (%)	18 (58.1%)	Head circumference for age z score, mean ±SD	-0.47 ±1.3
Overweight, n (%)	8 (25.8%)	Z-scores of head circumference-for-age < -2 SD, n (%)	6 (17.6%)
Maternal plasma volume (L), mean ± SD	2.18 ±0.26	Infant total blood volume (L/k), mean ± SD	0.34 ±0.02

Data reported correspond to 34 mother-infant dyads unless otherwise specified

The distributions of newborn weight, length and head circumference are shown in Figure 1. Low birthweight was not observed, low Z-scores of weight-for-age, Z-scores of weight-for-length and Z-scores of length-for-age each had prevalences ≤6%, but Z-scores of head circumference-for-age <-2 was found in 17.6% of the sample (Table 1).

Figure 1

Histogram of anthropometry measurements of infants at birth: (A) weight (kg), (B) length (cm) and (C) head circumference (cm)

Complete blood cell counts and serum biomarkers

Complete blood cell counts are shown in Table 2, and a comparison of serum analyses of maternal and cord blood indices in Table 3. Of note, no significant correlations were found between maternal blood and their correspondent cord for blood cells or serum biomarkers, except for maternal and cord vitamin D, which had a positive correlation (r2= 0.79, p <0.0001).

Table 2

Complete blood cell counts in maternal and cord blood

	Maternal blood	Cord blood
RBC indices
RBC x106	3.94 (3.65-4.20)	3.68 (3.42-3.84)
Hemoglobin (g/L)	119 (110-142)	132 (126-141)
Anemia a, n (%)	8 (23.5%)	2 (5.9%)
Hematocrit (%)	36.55 ( 34.70-38.70)	41.90 (349.00-45.10)
Low hematocrit b, n (%)	1 (2.9%)	5 (14.7%)
High hematocrit, a n (%)	6 (17.6%)	5 (14.7%)
MCV (fL)	93.00 (89.10-97.90)	114.00 (111.00-117.00)
Microcytosis c, n (%)	2 (5.9%)	5 (14.7%)
Macrocytosis c, n (%)	4 (11.8%)	5 (14.7%)
mean corpuscular hemoglobin (pg/L)	30.30 (28.80 ± 31.90)	35.85 (35.20-36.80)
Low mean corpuscular hemoglobin d	9 (26.5%)	7 (20.6%)
mean corpuscular hemoglobin concentration (g/L)	326 (316-332)	315 (310-322)
Low mean corpuscular hemoglobin concentration e	11 (32.3%)	0
RDW-CV	13.15 (12.40-13.70)	15.25 (14.70-15.50)
Elevated RDW-CV f	2 (5.9%)	0
RDW-SD	45.35 (43.60-48.00)	63.30 (62.20-66.60)
Elevated RDW-SD g	15 (44.1%)	0
WBC and differential
Total WBC x103/mm3	11.53 (10.10-14.30)	11.09 (9.62-13.02)
Elevated WBC h, n (%)	3 (8.8%)	0
Neutrophils	8.75 (7.40-11.06)	6.14 (5.15-6.98)
Elevated neutrophils i, n (%)	2 (5.8%)	1 (2.9%)
Lymphocytes j	1.98 (1.37-2.58)	3.93 (2.98-4.42)
Monocytes k	0.46 (0.33-0.55)	1.00 (0.84-1.13)
Eosinophils	0.13 (0.07 - 0.21)	0.07 (0.05-0.09)
Elevated eosinophils l	26 (76.5%)	0
Basophils m	0.03 (0.02-0.05)	0.08 (0.05-0.10)
Platelet indices
Platelets x106/mm3 n	0.24 (0.20-0.27)	0.20 (0.19-0.24)
mean platelet volume (fL)	8.90 (8.00-10.20)	7.70 (7.40-8.10)
Low mean platelet volume o	9 (26.5%)	29 (85.3%)
High mean platelet volume o	6 (17.6%)	0
Plateletcrit (%)	21.95 (18.50-23.90)	16.30 (13.80-19.00)
Low plateletcrit p	17 (50%)	21 (61.8%)
High plateletcrit p	8 (23.5%)	0
platelet distribution width q	16.20 (15.90-16.60)	16.80 (16.50-17.10)

Mean ± SD for normally distributed variables and median (IQR) for not-normally distributed variables are reported. Maternal normal values according to Abbassi-Ghanavati et al , and cord blood normal values according to Glasser et al unless otherwise specified.

Normal hemoglobin: mothers, ≥ 110 g/L ; cord blood, ≥116 g/L (girls) and ≥ 120 (boys)

Normal hematocrit: mothers, ≥28 and ≤40%; cord blood, ≥37.2% and ≤46.4%

Normal MCV: mothers, ≥82.4 fL and ≤ 100.4 fL; cord blood, ≥99 fL (gils) and ≥98 fL (boys), ≤120 fL (girls) and ≤119 fL (boys)

Low mean corpuscular hemoglobin: mothers, <29 pg; cord blood, <31.1 (girls) and <31.0 (boys)

Low mean corpuscular hemoglobin concentration: mothers, <31.9 g/dL; cord blood, <28.9 g/dL (girls) and <29.1 g/dL (boys)

Elevated RDW-CV: mothers, >16.6%; cord blood, >19.5%

Elevated RDW-SD: mothers, >46 fL; cord blood, >82 fL (girls) and >81 fL (boys)

Elevated WBC: mothers, >16.9 x103/mm3; cord blood, >24.15 (gilrs) and >22.9 (boys)

Elevated neutrophils: mothers, >13.1 x103/mm3; cord blood, >14.90 x103/mm3 (girls) and >13.5 x103/mm3 (boys)

Elevated lymphocytes: mothers, >3.6 x103/mm3; cord blood, >7.36 x103/mm3 (girls) and >7.42 x103/mm3 (boys)

Elevated monocytes: mothers, >1.4 x103/mm3; cord blood, >2.91 x103/mm3 (girls) and >2.88 x103/mm3 (boys)

Elevated Eosinophils: mothers, >0.6 x103/mm3; cord blood >1.00 x103/mm3 (girls) and >1.20 x103/mm3 (boys)

Elevated basophils: mothers, >0.1 x103/mm3; cord blood >0.24 x103/mm3 (girls) and >0.28 x103/mm3 (boys)

Normal platelet count: mothers, 146-429 x103/mm3; cord blood, 84-288 x103/mm3 (girls) and 88-280 x103/mm3 (boys)

Normal mean platelet volume: mothers, 8.2-10.4 fL; cord blood, 8.5-11.1 fL (girls) and 8.4 - 11.0 fL (boys)

Normal plateletcrit: mothers: 0.22-0.24% , cord blood, 0.18 - 0.34% .

Normal platelet distribution width: mothers: 8.3-56.6% ; cord blood, 14.8 - 17.6%

Table 3

Serum biomarkers in maternal and cord blood

	Maternal serum Median (IQR) n (%)	Cord blood Median (IQR) n (%)
C-reactive protein, mg/L	15.5 (11.4-18.9)	0.10 (0.1-0.1)
Elevated C-reactive protein1	29 (85.3%)	0
Ferritin, µg/L	19.1 (8.4-40.6)	101.9 (59.1-121.4)
Low ferritin2	18 (52.9%)	24 (70.6%)
sTfR, mg/L	3.3 (1.8-5.1)	6.0 (5.2-10.2)
Elevated sTfR3	5 (14.7%)	10 (29.4%)
Iron deficiency (low ferritin or elevated sTfR)	20 (50.8%)	27 (79.4%)
Vitamin D, nmol/L	57.6 (48.7-74.7)	37.8 (26.0-45.5)
Low vitamin D4	10 (29.4%)	28 (82.3%)
Vitamin A, µmol/L	1.04 (0.8-1.4)	0.44 (0.38-0.51)
Low vitamin A5	17 (50%)	34 (100%)

Median (interquartile range - IQR) and n (%) for frequencies are reported.

Elevated C-reactive protein: maternal, >8.1 mg/L ; cord, >0.5 mg/L .

Low ferritin: maternal, <20 µg/L ; cord, <114 µg/L .

Elevated sTfR: maternal: >8.3 mg/L (Ramco® laboratories) ; cord, >9.6 mg/L .

Low vitamin D: maternal and cord, <50 nmol/L , .

Low vitamin A: maternal and cord, <1.05 µmol/L , .

In mothers, anemia (23.5%), low erythrocyte hemoglobin [low mean corpuscular hemoglobin in 26.5% and low mean corpuscular hemoglobin concentration in 32.3%] and elevated red cell deviation width (RDW-SD, 44.1%) were observed, however most women had normocytic RBCs (82.3%). In contrast, only one woman had low hematocrit, and hematocrit was high in 17.6% (Table 2), suggesting the presence of hemoconcentration. The calculation of maternal plasma volume indicated that all women but one had plasma volume below 2.8 L, the 5th centile for gestational age. Despite maternal anemia, cord RBC indices appeared normal in most cases, with only two presenting anemia, and all newborns had blood volume within normal ranges (84.8 ± 0.7 mL/kg). However, low cord mean corpuscular hemoglobin (20.6%) and the presence of both low (14.7%) and elevated hematocrit (14.7%) indicated that hemoconcentration may have also been present in cord blood. Of note, a low cord mean platelet volume was present in most infants (Table 2).

Iron deficiency indicated by low ferritin or elevated sTfR was present in 50.8% of mothers and in 79.4% of infants (Table 3). Vitamin D deficiency was present in 29.4% of mothers and 82.3% of newborns, and half of the women had vitamin A deficiency, whereas all infants had vitamin A <1.05 nmol/L.

Regarding inflammation, it was noticeable that among WBCs, only eosinophils were elevated in most women (76.5%). Although maternal and cord blood eosinophils were not significantly correlated (rs= 0.29, p= 0.085), cord eosinophils were significantly higher in newborns from women with eosinophilia [median 0.09, IQR (0.05-0.11)] than in newborns from women with normal eosinophil count [0.05 (0.04-0.06)]. Moreover, most women had elevated C-reactive protein using the conservative cut-offs for the third trimester of pregnancy (85.3% >8.1 mg/L) (Table 3), but cord C-reactive protein was not elevated (Table 3).

Multivariable fractional polynomial regression models for placental outcomes

Multivariable fractional polynomial regression models for placental weight and diameter are described in Table 4. Placental weight was positively associated with maternal plasma volume (Table 4A, Figure 2A). Larger placental diameter was associated with higher cord eosinophil count (Table 4B, Figure 2B) and higher concentrations of cord vitamin D (Table 4B, Figure 2C).

Table 4

Multivariable fractional polynomial regression models of placental measurements.

	Coef. ±SE	p	95% CI	β	Overall model
A. Placental weight, kg
t Gestational age, weeks	-0.006 ±0.01	0.700	-0.03, 0.04	0.06	Adj R2 = 0.325 p = 0.006
t Maternal plasma volume, L	0.25 ±0.07	0.002	0.10, 0.40	0.57
Constant	0.56 ±0.02	<0.0001	0.52, 0.60
B. Placental diameter, cm
t Gestational age, weeks	0.24 ±0.26	0.372	-0.30, 0.78	0.13	Adj. R2 = 0.374 p = 0.0008
t Cord eosinophils count x102/mm3*	0.21 ±0.07	0.005	0.07, 0.34	0.43
t Cord vitamin D, nmol/L	0.05 ±0.02	0.005	0.02, 0.09	0.43
Constant	20.19 ±0.30	<0.0001	19.58, 20.81

Placental weight: variance inflation factor =1.00, condition number=102, n=29. Variables that entered ≥500 bootstrap repetitions but that were taken out by the multivariable fractional polynomial process: maternal neutrophil/lymphocyte ratio, hemoglobin, hematocrit and ferritin, cord blood basophils, MCV, mean corpuscular hemoglobin concentration and vitamin D.

t = Transformed variable. Equations used by the multivariable fractional polynomial process for covariate transformations:

t gestational age (weeks) = gestational age - 39.4137931

t Maternal plasma volume (L) = Maternal plasma volume - 2.179750286

Placental diameter: variance inflation factor =1.02, condition number=1.17, n=33. Variables that entered ≥500 bootstrap repetitions but that were taken out by the multivariable fractional polynomial process: maternal platelet count, plateletcrit, hemoglobin, hematocrit, MCV, vitamin D and ferritin; cord blood hemoglobin, hematocrit, MCV, platelets and basophils.

t = Transformed variable. Equations used by the multivariable fractional polynomial process for covariate transformations:

t gestational age (weeks) = gestational age - 39.36363636

t Cord eosinophils count x103/mm3= Cord eosinophils - 7.757575786. *One influential observation was ommited.

t Cord vitamin D, nmol/L = Cord vitamin D - 39.06720609

Figure 2

Fractional polynomial regression, adjusted for covariates, for associations of (A) placental weight and maternal plasma volume, (B) placental diameter and cord eosinophil count, and (C) placental diameter and cord vitamin D

Multivariable fractional polynomial regression models for newborn anthropometry measurements

At term infant weights were within normal ranges. Lower infant weight measured in kg was associated with higher cord hematocrit (β= -0.44, model not shown), which was confirmed by the Z-scores of weight-for-age model (Table 5A, Figure 3A), and higher Z-scores of weight-for-length was associated with larger placental diameter (Table 5B, Figure 3B). Whereas no covariates emerged as significant in the multivariable fractional polynomial model for Z-scores of length-for-age, higher infant length (cm) was associated with higher cord sTfR (β= 0.37) and with lower maternal neutrophil count (β= -0.43), in a model that explained 18.5 % of the variability of infant length (model not shown). Given that neutrophils were within normal ranges in all mothers, we calculated the cut-point of neutrophils for detecting Z-scores of weight-for-length <-2, at >9.5 x103/mm3. When including this cut point in the multivariable fractional polynomial model for newborn length, maternal neutrophils >9.5 x103/mm3 were associated with lower infant length (Table 5C , Figure 4A), but maternal eosinophils (Table 5C, Figure 4B ) and older maternal age (Table 5C ) with higher infant length. Finally, lower head circumference (cm) was associated with higher cord platelet counts (β= -0.36) and higher hematocrit (β= -0.54) (model not shown), results that were reproduced in the model of Z-scores of head circumference-for-age (Table 5D , Figures 5A-5B).

Table 5

Multivariable fractional polynomial regression models for infant anthropometry.

	Coef. ± SE	p	95% CI	β	Overall model
1 A. Z-scores of weight-for-age
t Placental nodules (0=none, 1=pinpoint, 2=plaques)	0.40 ± 0.21	0.061	-0.02, 0.83	0.31	Adj. R2= 0.269 p= 0.0091
t Cord hematocrit (%)	-0.10 ± 0.03	0.005	-0.17, -0.03	-0.48
Constant	0.11 ± 0.16	0.471	-0.21, 0.44
2 B. Z-scores of weight-for-length
t Placental diameter (cm)	0.25 ± 0.07	0.002	0.09, 0.40	0.51	Adj R2= 0.237 p= 0.0024
Constant	-0.37 ± 0.17	0.035	-0.71, -0.03
3 C. Birth-length (cm)
t Gestational age, weeks	-0.19 ± 0.20	0.349	-0.61, 0.22	-0.15	Adj. R2= 0.435 p ¿= 0.0004
t Maternal age, years	0.10 ± 0.04	0.010	0.03, 0.18	0.41
Maternal neutrophils >9.5 x103/mm3	-1.51 ± 0.42	0.001	-2.36, -0.65	-0.50
t Maternal eosinophil count x103/mm3	6.10 ± 2.21	0.010	1.57, 10.63	0.38
Constant	51.66 ± 0.27	<0.0001	51.11, 52.21
4 D. Z-scores of head circumference-for-age
Cord platelet count x106/mm3	-8.56 ± 4.13	0.047	-16.98, -0.13	-0.32	Adj. R2= 0.270 p= 0.0029
Cord hematocrit (%)	-0.15 ± 0.04	0.001	-0.23, -0.06	-0.56
Constant	-0.47 ± 0.19	0.019	-0.86, -0.08

Z-scores of weight-for-age: Model variance inflation factor: 1.04, condition number: 1.22, n = 33. Variables that entered ≥500 bootstrap repetitions but that were taken out by the multivariable fractional polynomial selection process: placental diameter; maternal age, parity, systolic blood pressure, neutrophils and monocytes; cord monocytes, eosinophils*, mean corpuscular hemoglobin concentration and vitamin D.

t = Transformed variable. Equations used by the multivariable fractional polynomial process for covariate transformations:

Placental calcifications (0=none, 1=pinpoint, 2=plaques)= placental calcifications -1

Cord hematocrit (%)= Cord hematocrit - 42.03939415

Z-scores of weight-for-length: Variables that entered ≥500 bootstrap repetitions but that were taken out by the multivariable fractional polynomial process: maternal age, parity, maternal neutrophil/lymphocyte ratio, monocytes and mean corpuscular hemoglobin concentration; cord blood platelets, basophils, hematocrit, MCV and mean corpuscular hemoglobin concentration.

t = Transformed variable. Equations used by the multivariable fractional polynomial process for covariate transformations:

t Placental diameter (cm) = placental diameter- 20.13636364

Birth-length: Model variance inflation factor: 1.18, condition number: 2.33, n = 33. Variables that entered ≥500 bootstrap repetitions but that were taken out by the multivariable fractional polynomial selection process: newborn sex, maternal neutrophil/lymphocyte ratio and mean platelet volume; cord blood hemoglobin, hematocrit and MCV.

t = Transformed variable. Equations used by the multivariable fractional polynomial process for covariate transformations:

Gestational age (weeks) = gestational age - 39.42424242

Maternal age (years) = Maternal age - 23.78787879

Maternal eosinophil count = Maternal eosinophils - 0.1418181821

Z-scores of head circumference-for-age: Model variance inflation factor: 1.09, condition number: 1.34, n= 34. Variables that entered ≥500 bootstrap repetitions but that were taken out by the multivariable fractional polynomial process: placental diameter, maternal monocytes, mean corpuscular hemoglobin and RDW-CV.

Transformations of covariates:

t Cord platelet count x106/mm3 = Cord platelets - 0.210705881

t Cord hematocrit (%)= Cord hematocrit - 42.15588255

*One influential observation was omitted from analyses

Figure 3

Fractional polynomial regression, adjusted for covariates, for associations of (A) Z-scores of weight-for-age (WAZ) with cord hematocrit, and (B) Z-scores of weight-for-length (WLZ) with placental diameter.

Figure 4

Fractional polynomial regression, adjusted for covariates, for associations of newborn length with (A) maternal neutrophil count (the dashed line denotes the cut-point of neutrophils for Z-scores of weight-for-length <-2 SD = 9.5 x103/mm3 in our sample) and (B) maternal eosinophil count.

Figure 5

Fractional polynomial regression, adjusted for covariates, for associations of newborn Z-scores of head circumference-for-age (HCAZ) with (A) cord hematocrit and (B) cord platelet count.

Discussion

Women from indigenous communities are among the most vulnerable populations, and our cohort provides evidence of factors associated with maternal and newborn health in the Ngäbe-Buglé community. In a context of uncomplicated term deliveries, we reported maternal inflammation and eosinophilia, and maternal and infant deficiencies in iron, vitamins A and D. We also reported the presence of risk of maternal hypertension evidenced by elevated mean arterial pressure and the presence of low maternal pulse pressure. High hematocrits and low calculated plasma volumes indicated inappropriate plasma expansion during pregnancy that could have compromised placental and fetal perfusion. Our findings of 35.3% low placental weight for gestational age, and 17.6% of infants with low head circumferences may be indicative of undetected adverse outcomes. Our data showed that both maternal and neonatal indicators of hemoconcentration were associated with lower placental weight (lower maternal plasma volume), and lower infant weight and head circumference (higher cord hematocrit), indicating that hemoconcentration is an overlooked risk factor for adverse pregnancy outcomes in this indigenous community. Moreover, biomarkers of inflammation in mothers (higher neutrophils) and neonates (higher platelet counts) were associated with lower newborn length and head circumference respectively. In contrast, two known immune-modulation factors, a higher fetal vitamin D and eosinophils, were positively associated with placental diameter. Finally, a maternal neutrophil count ≥9.5 x103/mm3 was associated with lower infant length, but higher maternal eosinophils with larger infants. Our study shows that simple biometric and hematological routine measurements could help to identify neonates that require further clinical surveillance.

Factors associated with placental outcomes

Adverse pregnancy outcomes have placental insufficiency as a common mechanism, which places the fetus at increased risk of hypoxia and malnourishment, not only in small for gestational age, but also in adequate- and large- for-gestational-age fetuses, where placental insufficiency and ‘masked’ intrauterine growth restriction can happen . A lower plasma volume has been associated not only with lower placental weight but also with lower birthweights in Latin American women, in studies using a modified Evan's blue method to measure plasma volume , . Moreover, it has been experimentally demonstrated that placental weight was reduced in rats with decreased plasma volume compared with controls ) ( , therefore authors suggested that a low plasma volume reduced the exchange surface area between mother and fetus leading to intra-uterine growth retardation . These studies support our findings of reduced placental weight associated with lower maternal plasma volume, and the association of lower infant Z-scores of weight-for-length with lower placental diameter. Given the high prevalence of placentae with low weight for gestational age and the possibility of hemoconcentration, our findings support existing evidence that volume expansion during pregnancy is important for normal placental and newborn outcomes .

We also found that cord blood vitamin D was positively associated with higher placental diameter. A study in Denmark found that cord vitamin D at concentrations >60 nmol/L was associated with higher placental weights . Of note, in our study, only 3 participants had cord vitamin D >60 nmol/L, and still, higher concentrations of vitamin D were associated with greater placental growth. In contrast, a cohort of pregnant women from the US reported maternal vitamin D was associated with higher newborn weight and head circumference but not with placental weight . However, an Indian study showed that insufficient cord serum 25(OH)D enhanced placental inflammation in neonates born preterm . Authors suggested that the decreased expression of vitamin D receptor and cathelicidin anti-microbial peptide in placentae from preterm birth neonates in their study may have contributed to placental inflammation .

We know that maternal inflammation was present in this population given that C-reactive protein concentrations were higher than those reported at delivery in other studies - , but C-reactive protein did not emerge as significantly associated with any of the placental or newborn outcomes. However, alternative biomarkers of inflammation, such as maternal neutrophils and eosinophils, and cord eosinophils and platelets, were associated with perinatal outcomes. Cord eosinophils emerged as associated with higher placental diameter, and maternal eosinophils with higher infant length at birth. Eosinophils are known to elicit a T-helper (Th)-2 response following intestinal nematode infection , and it has been previously demonstrated in mice that an intestinal nematode infection was associated with higher placental mass . Interestingly, we had previously described a high prevalence of intestinal nematode infections and had reported that the nematode Ascaris was associated with decreased inflammation measured by C-reactive protein in this same population of indigenous pregnant Ngäbe women , suggesting that maternal nematode infections may also influence the fetal inflammatory response, favoring placental and newborn growth in this population.

Our findings together suggest that inflammation may be contributing to lower placental weight whereas higher newborn vitamin D status, might counterbalance the effect of inflammation on placental outcomes, in agreement with recent evidence that vitamin D deficiency experimentally decreased placental weight and diameter, downregulated placental nutrient transporters and produced placental insufficiency by inducing placental inflammation .

Factors associated with newborn anthropometry

It was interesting to observe that despite the range of maternal risk factors, newborns had normal birthweights. However, a significant association was observed between higher cord hematocrit and lower birthweight. Also, higher cord hematocrit and cord platelet counts were associated with lower head circumference. Others have described that maternal hemoglobin ≥110 g/L was associated with smaller infants and cord hematocrit was higher in pregnancies with abnormal umbilical artery pulsatility index, an indicator of altered utero-placental blood flow, before or during labor . However, studies looking for associations between cord hematocrit and infant anthropometry are lacking. Higher infant hemoglobin and hematocrit but lower platelet counts have been described in small-for-gestational-age compared with adequate-for-gestational-age infants . Moreover, a negative association between platelet counts and hematocrit has been described in infants with polycythemia (hematocrit >65%), in whom lower platelet counts were associated with small for gestational age . These observations are in agreement with our finding of higher cord hematocrit associated with lower birthweights and head circumference, but contrast with the negative association of cord platelet counts with head circumference. There is evidence that an increased production and activation of platelets during pregnancy occur during inflammatory processes leading to platelet consumption and to a hypercoagulable state that impacts placental micro-circulation and placental insufficiency . Also, we had previously shown that higher plateletcrit was associated with higher C-reactive protein in pregnant and lactating Ngäbe women . Those findings support our association of lower placental weight and higher cord platelet counts with lower birth weights.

Platelet counts are known to be increased (>450 x106/mm3) during neonatal infections . In this study, although cord blood platelets were within normal ranges, most infants had low plateletcrit and low platelet volumes. A combination of low mean platelet volume and plateletcrit with high platelet number has been described as suggestive of reactive thrombocytosis, usually due to infection . Thus, our finding of higher platelets with lower Z-scores of weight-for-age and Z-scores of head circumference-for-age may be due to inflammation.

Our finding of higher maternal neutrophils associated with lower infant length continues to support the possible role of inflammation on infant outcomes. Recent literature has highlighted the role of not only nutrition but also endocrine and inflammation factors in the ethiology of stunting , particularly in developing settings where inflammation-related stunting starts in-utero . The association of maternal subclinical inflammation with stunting of breastfed infants has been reported previously in an indigenous population in Guatemala , which highlights the need to revisit cut-offs for the detection of subclinical inflammation in vulnerable communities.

Strengths and limitations

The inclusion of women at the time of delivery as subjects for research is difficult in remote settings where the majority of women deliver at home. We were able to overcome this limitation for this exploratory study as women during the last month of their pregnancy were able to move to a church-run home near the regional hospital in San Félix. Based on information provided by the Ministry of Health, we determined that we were able to recruit 65% of expected deliveries in the Comarca for a one month period from Nov-Dec 2010. Despite our convenience sample and our small sample size, application of bootstrapping statistical techniques revealed a sufficiently robust sample size to conduct an exploratory analysis and to identify biomarkers that could be used in the detection of women at risk of poor pregnancy outcomes. Since more than 50% of deliveries occurred at home, it is possible that those women reaching the hospital services may had been the ones with higher family/social support and households close enough to the town and with a lower risk for adverse pregnancy outcomes. Therefore, the reported 6.7% prevalence of low birth weights in 2010 in this indigenous population could underestimate adverse pregnancy outcomes of women that were not able to reach institutional delivery services.

Another limitation was that no pathology service was available at the time of the study and therefore we were not able to get a histological diagnosis of placental amnion nodules. Also, given the lack of international standards for placental weights, we used placental weights percentile curves derived from a North American population, where cord and membranes were removed before weighing, which was not done in our study.

Conclusion

In indigenous communities with a high prevalence of multiple infections, nutrient deficiencies and inflammation and access to only routine laboratory tests, assessment of maternal-infant health is often limited. Our results revealed that high hematocrit might be a useful early biomarker of mothers at risk for placental hypo-perfusion and poor in-utero growth in remote communities. We also found that despite normal birthweights, newborns had nutrient deficiencies that put them at risk of growth and development impairment, warranting close postnatal monitoring. Together these findings evidence under-utilized diagnostic applications for routine laboratory measures to assess maternal-infant health in field settings. Finally, our findings indicate that higher intakes of vitamin D may enhance placental growth and, if confirmed, should be recommended and supported by local health institutions.

Contribución del estudio

Introducción

Las comunidades indígenas en las Américas constituyen minorías vulnerables con mayores desventajas de salud ,. Las mujeres indígenas tienen mayor riesgo de tener bebés de bajo peso, de mayor mortalidad materna e infantil, y sus niños tienen mayores proporciones de malnutrición y menor expectativa de vida . Los pueblos indígenas de Norteamérica tienen tasas altas de parto pretérmino y mortalidad infantil ,, mas no de recién nacidos pequeños para la edad gestacional . La mayor prevalencia de estas complicaciones se asocia frecuentemente con el aislamiento geográfico de la mayoría de las comunidades indígenas .

El estudio de medidas placentarias en poblaciones indígenas es escaso. Un estudio que comparó especímenes placentarios de embarazos a término de bajo riesgo en mujeres indígenas y no indígenas mostró que la inflamación placentaria era más frecuente en mujeres indígenas . También, la infección placentaria de madres indígenas por malaria fue un factor de riesgo para bajo peso al nacer . A nuestro entender, no se han desarrollado estudios de medidas placentarias en mujeres indígenas de Latinoamérica.

También se conoce que el estado nutricional de madres y niños indígenas difiere de aquellos no indígenas. En Canadá, la malnutrición calórica no es un problema, pero las deficiencias en micronutrientes, particularmente de hierro, vitaminas A, D, ácido fólico y flúor, así como la presencia de infecciones, son problemáticos . Tanto las madres ) como los recién nacidos , de comunidades indígenas en el norte de Canadá tienen menores concentraciones de vitamina A que poblaciones no indígenas.

Las comunidades indígenas de Latinoamérica tienen aún mayores desventajas dadas las condiciones de lejanía, así como de pobreza extrema, falta de agua y saneamiento, acceso a los servicios de salud y educación, y menor ingesta de alimentos de calidad durante los periodos críticos de crecimiento y desarrollo . Encuestas nacionales en países mesoamericanos que incluyen comunidades indígenas han reportado proporciones altas de anemia y emaciación [puntaje-z de peso para talla <-2 desviaciones estándar (DE)Α en la infancia temprana .

Aunque se conoce que las comidas tradicionales indígenas son una buena fuente de micronutrientes incluyendo hierro y vitamina D, la inseguridad alimentaria y las transiciones de la dieta han dado como resultado un incremento en la malnutrición en comunidades indígenas . Se ha encontrado que las deficiencias de hierro , vitaminas A y D , son más prevalentes en comunidades indígenas. Esto es de particular interés dado el vínculo existente entre la deficiencia de hierro materna y resultados adversos del embarazo ,, y entre las deficiencias de micronutrientes durante el embarazo y los impactos a largo plazo en la vida adulta .

A pesar de la evidencia de que las deficiencias en micronutrientes en mujeres de edad reproductiva son un problema de salud mayor , los factores asociados con resultados adversos del embarazo en comunidades indígenas son menos conocidos. Nosotros reportamos previamente que mujeres embarazadas y lactantes indígenas de la comunidad Ngäbe-Buglé, la más grande y de más rápido crecimiento en Panamá, tenían múltiples infecciones y co-existentes , múltiples deficiencias en micronutrientes e inflamación , y que la presión de pulso materna se asociaba con fetos más pequeños usando la altura uterina como indicador . Para el presente estudio exploratorio de corte transversal, nuestro objetivo principal fue evaluar la inflamación y el estado nutricional de pares madre-recién nacido, incluyendo deficiencias de hierro, vitaminas A y D, así como sus asociaciones con medidas placentarias y antropométricas del recién nacido, que fueron los indicadores disponibles al momento del parto en esta Comarca.

Materiales y Métodos

Se obtuvo aprobación ética del Instituto Conmemorativo Gorgas en Panamá (No. 1618/CNBI/ICGES/10) el cual tuvo como prerrequisito la firma de un acuerdo con las autoridades indígenas de la Comarca Ngäbe-Buglé y con el Ministerio de Salud de Panamá. También se obtuvo aprobación ética de la Universidad de McGill en Canadá (No. A03-M25-08B). Las aprobaciones estuvieron conformes con las recomendaciones de las Guías Operacionales de Bioética en la Investigación. Las participantes dieron consentimiento informado por escrito de acuerdo con la Declaración de Helsinki .

Contexto y participantes

El Hospital General del Oriente Chiricano en San Félix, Panamá, presta servicio principalmente a la población indígena. En el 2010, en esta población, la atención institucional del parto se realizó solamente en 43.9%, mientras los demás partos fueron domiciliarios y atendidos por parteras tradicionales. En un esfuerzo por incrementar la atención institucional del parto en mujeres indígenas de áreas remotas, las Autoridades de Salud Comarcal, junto con la iglesia católica, ofrecen un albergue temporal, cerca al hospital de San Félix, donde las mujeres en etapa final del embarazo pueden quedarse con un acompañante hasta por varias semanas, mientras esperan el momento del parto. Ellas reciben educación en salud y seguimiento por parte de enfermería. El hospital atendía estas mujeres y aquellas que vivían cerca de la localidad de San Félix. El hospital reportó 620 partos en 2010 . Para el presente estudio y en un mes de tamizaje entre noviembre y diciembre de 2010 se incluyeron 34 mujeres al momento del parto (65% de los partos esperados/mes). Los embarazos complicados, incluyendo aquellos que requirieron cesárea, fueron remitidos al hospital de segundo nivel más cercano, a una hora en carro desde San Félix. Estas mujeres no se incluyeron en el estudio.

Se invitó a participar a embarazadas indígenas en trabajo de parto activo normal que ingresaban a la Unidad Obstétrica, solamente si sus contracciones eran espaciadas, tenían deseos de conversar y se sentían suficientemente bien para recibir explicación del proyecto y para dar consentimiento informado. Se colectó información de las historias clínicas incluyendo la historia obstétrica, signos vitales y antropometría maternas al momento del ingreso.

Indicadores clínicos

La presión arterial se tomó al momento del ingreso a sala de trabajo de parto, en posición supina, entre contracciones uterinas, usando un esfigmomanómetro de mercurio. La presión de pulso se calculó restando la presión diastólica a la sistólica , y una presión de pulso <42 mmHg fue considerada como baja . Se calculó la presión arterial media [ presión arterial media = (presión sistólica + 2x presión diastólica)/3] , y una presión arterial media >86 mmHg fue clasificada como elevada .

Al momento del ingreso, se aprovechó la toma rutinaria de muestras de sangre venosa materna, para tomar otros 10 mL para análisis de micronutrientes. Los partos fueron atendidos por un médico local, con la asistencia de 1-2 enfermeros. Al momento del parto se registró el Apgar al minuto y a los 5 minutos, así como las características macroscópicas del líquido amniótico. El pinzamiento retardado del cordón umbilical hacía parte del protocolo institucional. Se tomó muestra de sangre de cordón inmediatamente después del pinzamiento umbilical y antes del alumbramiento placentario.

Medidas biométricas

Placenta: El peso placentario se obtuvo usando una balanza electrónica, y su diámetro, usando una cinta métrica no extensible. Se registraron las características macroscópicas de la placenta, incluyendo la presencia visual de nódulos que se clasificaron como pequeños (puntiformes), o grandes (placas de ≥5 mm de diámetro). Se calcularon los puntajes-z del peso placentario para el peso fetal, usando estándares derivados del registro de 20,635 partos con recién nacido único tomados de la base de datos obstétrica y neonatal de McGill .

Antropometría del recién nacido: Los enfermeros del departamento de obstetricia del hospital de San Félix tomaron rutinariamente medidas antropométricas (peso, talla y circunferencia cefálica) de los bebés inmediatamente después del parto. Las medidas registradas en las historias clínicas se usaron para calcular los puntajes-z de peso para edad, talla para la edad, peso para talla y circunferencia cefálica para la edad, basados en los estándares INTERGROWTH-21 .

Hemogramas completos

La sangre materna y la del cordón umbilical se procesaron para conteo celular completo usando un Analizador Mindray Auto Hematology BC-5500. La anemia materna se definió como hemoglobina <11 g/dL . Para otros índices de células sanguíneas rojas se utilizaron puntos de corte para el tercer trimestre . Los índices plaquetarios para los cuales no se han establecido puntos de corte durante el embarazo (plaquetocrito y variación del ancho de distribución de plaquetas) se compararon con valores establecidos para la población general . Se utilizaron los puntos de corte descritos por Glasser et al. por sexo y edad gestacional para establecer anormalidades de células sanguíneas en los recién nacidos . La anemia del recién nacido se definió como hemoglobina de cordón <116 g/L en niñas y <120 g/L en niños . Los rangos normales para plaquetocrito y variación del ancho de distribución de plaquetas en sangre de cordón se tomaron del estudio de Basu et al.

Análisis séricos

Los sueros de sangre materna y de cordón se congelaron a -20o C antes de ser procesados en el Instituto Conmemorativo Gorgas de la Ciudad de Panamá. Se utilizó el inmunoensayo enzimático para ferritina (ELISA, MP Biomedicals, Orangeburg, NY) con una concentración detectable mínima de 5 ng/mL, también el inmunoensayo enzimático Ramco para receptor sérico de transferrina (RsTf) basado en el método sándwich de doble anticuerpo con un valor límite inferior de 1 µg/L, y se usó el inmunoensayo enzimático de alta sensibilidad para proteína-C reactiva (PCR), basado en el principio de ELISA de fase sólida, con una concentración detectable mínima de 0.1 mg/L (MP Biomedicals, Orangeburg, NY). La deficiencia de hierro materna se definió como RsTf >8.3 mg/L (Ramco®) o ferritina sérica <20 µg/L (según lo establecido por la OMS al momento del estudio) , y la deficiencia de hierro del recién nacido como RsTf de cordón >9.6 mg/L o ferritina de cordón <114 µg/L . La PCR se consideró elevada si estaba por encima de 8.1 mg/L en suero materno , o >0.5 mg/L en sangre de cordón .

Las concentraciones de vitamina A se determinaron usando la técnica de cromatografía líquida de alto rendimiento (HPLC) en el Instituto de Investigaciones Científicas y de Servicios de Alta Tecnología INDICASAT en Ciudad de Panamá. El suero restante fue transportado a Montreal (Canadá) para el posterior procesamiento de 25OH vitamina D usando LIAISON en la Escuela de Nutrición Humana de la Universidad de McGill. En madres y neonatos se consideraron concentraciones <0.35 µmol/L como deficiencia de vitamina A, y concentraciones <1.05 µmol/L ,,, como insuficiencia de vitamina A. Una 25(OH)D se consideró baja si las concentraciones eran <50 nmol/L tanto en madres como en recién nacidos ,.

Para explorar la posibilidad de hipovolemia materna sugerida por investigaciones previas en esta población , se realizó el cálculo del volumen sanguíneo materno y neonatal usando la fórmula de Nadler (volumen sanguíneo total = 0.3561 x (talla en metros)3 + 0.03308 x peso en kilos + 0.1833 ,. Se consideró como volumen sanguíneo normal del recién nacido el promedio ± DE (82.28 ± 16.9 mL/kg) encontrado en neonatos a término, calculado usando densitometría de pulso con contraste de verde indocianina . Volumen de plasma materno se calculó como el volumen total des angre x (1-hematocrito) . Se consideró que había un volumen plasmático materno bajo si estaba por debajo del 5o percentil para embarazos a término (<2.8 L), según descrito por de Haas et al.

Análisis estadísticos

Los análisis estadísticos se realizaron usando el software SPSS para Mac (SPSS Inc., Chicago, IL, USA) y Stata/IC 16.1 para Mac (TX, USA). Se usó estadística descriptiva para calcular promedios, medianas, rangos intercuartílicos y proporciones. Se evaluaron correlaciones entre índices de células sanguíneas y biomarcadores séricos, maternos y neonatales. Se usó la prueba t de Student para comparar el número de eosinófilos en sangre de cordón con la presencia/ausencia de eosinofilia materna, definida como >0.6 x103/mm3. Un valor de p <0.05 se consideró como estadísticamente significativo.

Para evaluar asociaciones de medidas placentarias (peso y diámetro), y de antropometría del recién nacido [peso (kg), talla (cm) y circunferencia cefálica (cm), así como puntajes-z de peso para la edad, peso para talla, talla para edad y circunferencia cefálica para la edad], se agruparon las características maternas (edad, paridad, edad gestacional, clasificación de peso para talla materno, medidas de presión arterial y volumen plasmático), y se dividieron las variables de sangre materna/sangre de cordón en cuatro grupos: indicadores de inflamación (PCR, total y diferencial de glóbulos blancos, incluyendo la razón de neutrófilos/linfocitos), índices eritrocitarios y plaquetarios; e indicadores nutricionales (ferritina, RsTf, vitaminas A y D). Se incluyó la edad gestacional en los modelos para peso (kg) y talla (cm) del recién nacido. Cada grupo de covariables se evaluó usando regresiones ‘bootstrap’ (de remuestreo) con 1,000 repeticiones. Aquellas variables que entraron ≥50% repeticiones fueron seleccionadas y utilizadas en modelos de regresión polinómica fraccional multivariable. El algoritmo de regresión polinómica fraccional multivariable combina la eliminación retrógrada y la determinación de formas funcionales de la clase de polinomios fraccionales que se adaptan al modelo, para ajustar por posible no-linearidad . Para obtener un máximo de 4 variables en los modelos finales, el nivel de significancia para remover covariables del modelo se fijó en p= 0.15. Los datos faltantes (3 de peso materno, 3 de talla materna, 1 de PCR materna y 1 de talla del recién nacido) no fueron imputados y se desarrolló un análisis de casos completos. Para explorar con más detalle la asociación entre neutrófilos maternos y peso al nacer, se calculó el punto de corte de neutrófilos para la detección de peso para talla <-2, usando el método de Liu, el cual maximiza el producto de la sensibilidad y especificidad . Se calculó la ausencia de colinearidad y la estabilidad de los coeficientes de regresión usando un factor de inflación de la varianza <10 y un número condicional <30 respectivamente.

Resultados

Características de la población

Las características de las madres, placentas y recién nacidos se muestran en la Tabla 1. Entre los riesgos conocidos para resultados adversos del embarazo, nuestra muestra incluyó embarazo adolescente (35.3%), gran multiparidad (29.4%), presión arterial media elevada (55.9%) y baja presión de pulso (82.3%). Todas las mujeres tuvieron partos a término con edades gestacionales entre 37 y 42 semanas. Las placentas estuvieron por debajo del percentil 10 para la edad gestacional en 35.3%; se observaron lesiones sub-amnióticas en 70.6% de las placentas, de las cuales 41.2% eran puntiformes y 29.4%, en forma de placas.

Tabla 1

Características de las madres, de las placentas y de recién nacidos

Características maternas	Mediana (min-max) o frecuencia	Características de las placentas	Promedio ± DE o frecuencia
Edad (años),	23 (16-37)	Peso (gr)	565.6 ± 113.8
≤19 yr	12 (35.3%)	Diámetro (cm)	20.1 ± 2.2
≥35 yr	3 (8.8%)	Peso placentario <10o percentil para la EG	12 (35.3%)
Paridad	3 (1-10)	Presencia de nódulos	24 (70.6%)
Primigestantes	5 (14.7%)	Líquido amniótico
≥ 5	10 (29.4%)	Claro	23 (67.6%)
Signos vitals preparto	Promedio ± DE o frecuencia	Meconio diluído	7 (20.6%)
Temperatura (oC)	37.0 ± 0.4	Meconio denso	4 (11.8%)
Frecuencia cardiaca, lpm	79 ± 6	Características de los recién nacidos
Presión arterial (PA), mmHg		Niños	21 (61.8%)
PA sistólica	108 ± 12	Niñas	13 (38.2%)
PA diastólica	73 ± 8	EG, sem	39.4 ± 1.16
Presión de pulso	35 ± 10	Peso (kg)	3.3 ± 0.43
Presión de pulso < 42 mmHg	28 (82.3%)	Talla (cm)	51.02 ± 1.5
Presión arterial media	85 ± 9	Circunferencia cefálica (cm)	33.3 ± 1.6
Presión arterial media >86 mmHg	19 (55.9%)	Puntaje-z peso para edad	0.09 ± 1.0
Antropometría materna		Peso para edad <-2 DE	1 (2.9%)
Peso (kg) (n=31)	62.8 ± 8.9	Puntaje-z peso para talla	-0.3 ± 1.1
Talla (m) (n=31)	1.49 ± 0.05	Peso para talla <-2 DE	2 (6.0%)
Peso para talla según EG (n=29)		Puntaje-z de talla para edad	1.0 ± 0.9
Bajo peso	5 (16.1%)	Talla para edad <-2 DE	0
Peso normal	18 (58.1%)	Puntaje-z de circunferencia cefálica para edad	-0.47 ± 1.3
Sobrepeso	8 (25.8%)	Circunferencia cefálica para edad < -2 DE	6 (17.6%)
Volumen plasmático materno (L)	2.18 ± 0.26	Volumen sanguíneo del recién nacido (L/kg)	0.34 ± 0.02

EG: edad gestacional, DE: desviación estándar

Se reportan datos de 34 pares madre-recién nacido, a no ser que se especifique otra cifra

Las distribuciones de peso, talla y circunferencia cefálica del recién nacido se muestran en la Figura 1. No se observó bajo peso al nacer, las prevalencias de bajo puntaje-z de peso para edad, peso para talla y talla para edad estuvieron por debajo del 6%, pero un puntaje-z <-2 de circunferencia cefálica para edad se encontró en 17.6% de los recién nacidos (Tabla 1).

Figura 1

Histograma de medidas antropométricas de recién nacidos: (A) peso (kg), (B) talla (cm) y (C) circunferencia cefálica (cm).

Hemograma completo y biomarcadores séricos

Los conteos celulares sanguíneos se muestran en la Tabla 2, y la comparación de los análisis séricos en sangre materna y de cordón en la Tabla 3. Es de anotar que no se encontraron correlaciones significativas entre células o biomarcadores de sangre materna y sus correspondientes análisis en sangre de cordón, a excepción de la vitamina D materna y de cordón, los cuales estuvieron positivamente correlacionados (r2= 0.79, p <0.0001).

Tabla 2

Conteo completo de células sanguíneas en sangre materna y sangre de cordón

	Sangre materna	Sangre de cordón
Índices de glóbulos rojos
Eritrocitos x106	3.94 (3.65-4.20)	3.68 (3.42-3.84)
Hemoglobina (g/L)	119 (110-142)	132 (126-141)
Anemia a, n (%)	8 (23.5%)	2 (5.9%)
Hematocrito (%)	36.55 ( 34.70-38.70)	41.90 (349.00-45.10)
Hematocrito bajo b, n (%)	1 (2.9%)	5 (14.7%)
Hematocrito alto, a n (%)	6 (17.6%)	5 (14.7%)
Volumen corpuscular medio (fL)	93.00 (89.10-97.90)	114.00 (111.00-117.00)
Microcitosis c, n (%)	2 (5.9%)	5 (14.7%)
Macrocitosis c, n (%)	4 (11.8%)	5 (14.7%)
Hemoglobina corpuscular media (pg/L)	30.30 (28.80 ± 31.90)	35.85 (35.20-36.80)
Baja hemoglobina corpuscular media d	9 (26.5%)	7 (20.6%)
Concentración de hemoglobina corpuscular media (g/L)	326 (316-332)	315 (310-322)
Baja concentración de hemoglobina corpuscular media e	11 (32.3%)	0
Ancho de distribución eritrocitario-coeficiente de variación (CV)	13.15 (12.40-13.70)	15.25 (14.70-15.50)
Elevado ancho de distribución eritrocitario-CVf	2 (5.9%)	0
Ancho de distribución eritrocitario-DE	45.35 (43.60-48.00)	63.30 (62.20-66.60)
Elevado ancho de distribución eritrocitario-DEg	15 (44.1%)	0
Glóbulos blancos totales y diferencial
Total de leucocitos x103/mm3	11.53 (10.10-14.30)	11.09 (9.62-13.02)
Leucocitos elevados h, n (%)	3 (8.8%)	0
Neutrófilos	8.75 (7.40-11.06)	6.14 (5.15-6.98)
Neutrófilos elevados i, n (%)	2 (5.8%)	1 (2.9%)
Linfocitos j	1.98 (1.37-2.58)	3.93 (2.98-4.42)
Monocitos k	0.46 (0.33-0.55)	1.00 (0.84-1.13)
Eosinófilos	0.13 (0.07-0.21)	0.07 (0.05-0.09)
Eosinófilos elevados l	26 (76.5%)	0
Basófilos m	0.03 (0.02-0.05)	0.08 (0.05-0.10)
Índices plaquetarios
Plaquetas x106/mm3 n	0.24 (0.20-0.27)	0.20 (0.19-0.24)
Volumen plaquetario medio (VPM) (fL)	8.90 (8.00-10.20)	7.70 (7.40-8.10)
Bajo VPM o	9 (26.5%)	29 (85.3%)
Alto VPM o	6 (17.6%)	0
Plaquetocrito (%)	21.95 (18.50-23.90)	16.30 (13.80-19.00)
Plaquetocrito bajo p	17 (50%)	21 (61.8%)
Plaquetocrito alto p	8 (23.5%)	0
Ancho de distribución de plaquetas q	16.20 (15.90-16.60)	16.80 (16.50-17.10)

Se reportan promedios ± desviaciones estándar (DE) de variables con distribución normal, y medianas (rango intercuartílico) de variables con distribución no-normal.

Los valores normales maternos en el tercer trimestre se tomaron de Abbassi-Ghanavati et al , y los valores normales en sangre de cordón según Glasser et al , a menos que se especifique otra referencia.

a Hemoglobina normal: madres, ≥110 g/L ; sangre de cordón, ≥116 g/L (niñas) y ≥120 (niños)

b Hematocrito normal: madres, ≥28 y ≤40%; sangre de cordón, ≥37.2% y ≤46.4%

c Volumen corpuscular medio normal: madres, ≥82.4 fL y ≤100.4 fL; sangre de cordón, ≥99 fL (niñas) y ≥98 fL (niños), ≤120 fL (niñas) y ≤119 fL (niños)

d Baja hemoglobina corpuscular media: madres, <29 pg; sangre de cordón, <31.1 (niñas) y <31.0 (niños)

e Baja concentración de hemoglobina corpuscular media: madres, <31.9 g/dL; sangre de cordón, <28.9 g/dL (niñas) y <29.1 g/dL (niños)

f Ancho de distribución eritrocitario-CV elevado: madres, >16.6%; sangre de cordón, >19.5%

g Ancho de distribución eritrocitario-DE elevado: madres, >46 fL; sangre de cordón, >82 fL (niñas) y >81 fL (niños)

h Leucocitos elevados: madres, >16.9 x103/mm3; sangre de cordón, >24.15 (niñas) y >22.9 (niños)

i Neutrófilos elevados: madres, >13.1 x103/mm3; sangre de cordón, >14.90 x103/mm3 (niñas) y >13.5 x103/mm3 (niños)

j Linfocitos elevados: madres, >3.6 x103/mm3; sangre de cordón, >7.36 x103/mm3 (niñas) y > 7.42 x103/mm3 (niños)

k Monocitos elevados: madres, >1.4 x103/mm3; sangre de cordón, >2.91 x103/mm3 (niñas) y >2.88 x103/mm3 (niños)

l Eosinófilos elevados: madres, >0.6 x103/mm3; sangre de cordón >1.00 x103/mm3 (niñas) y >1.20 x103/mm3 (niños)

m Basófilos elevados: madres, >0.1 x103/mm3; sangre de cordón >0.24 x103/mm3 (niñas) y > 0.28 x103/mm3 (niños)

n Conteo plaquetario normal: madres, 146-429 x103/mm3; sangre de cordón, 84 - 288 x103/mm3 (niñas) y 88-280 x103/mm3 (niños)

o Volumen plaquetario medio (VPM) normal: madres, 8.2-10.4 fL; sangre de cordón, 8.5 - 11.1 fL (niñas) y 8.4-11.0 fL (niños)

p Plaquetocrito normal: madres: 0.22-0.24% , sangre de cordón, 0.18-0.34% .

q Ancho de distribución de plaquetas: madres: 8.3-56.6% ; sangre de cordón, 14.8-17.6%

En las madres se observó anemia (23.5%), baja contenido de hemoglobina eritrocitario [bajo volumen de hemoglobina corpuscular en 26.5% y bajo volumen de hemoglobina corpuscular media en 32.3%] y elevado ancho de distribución eritrocitario-desviación estándar (ADE-DE, 44.1%); sin embargo, la mayoría de las mujeres tuvieron glóbulos rojos normocíticos (82.3%). En contraste, sólo una mujer tuvo hematocrito bajo, y el hematocrito se encontró alto en 17.6% (Tabla 2), sugiriendo la presencia de hemoconcentración. El cálculo del volumen plasmático materno indicó que todas a excepción de una mujer tuvieron el volumen plasmático por debajo de 2.8 L, correspondiente al percentil 5 para la edad gestacional. A pesar de la anemia materna, los índices eritrocitarios de cordón se encontraron normales en la mayoría de los casos, con sólo dos niños que presentaron anemia, y todos los recién nacidos tuvieron un volumen sanguíneo dentro de rangos normales (84.8 ± 0.7 mL/kg). Sin embargo, un volumen de hemoglobina corpuscular de cordón bajo (20.6%) y la presencia de hematocrito tanto bajo (14.7%) como alto (14.7%) indicaron que también pudo haber hemoconcentración en sangre de cordón. Es de anotar que un bajo volumen plaquetario medio estuvo presente en la mayoría de los recién nacidos (Tabla 2).

La deficiencia de hierro indicada por ferritina baja o RsTf elevado estuvo presente en 50.8% de las madres y en 79.4% de los recién nacidos (Tabla 3). La deficiencia de vitamina D estuvo presente en 29.4% de las madres y en 82.3% de recién nacidos, y la mitad de las mujeres tuvieron deficiencia de vitamina A, mientras todos los recién nacidos tuvieron vitamina A <1.05 nmol/L.

Tabla 3

Biomarcadores séricos en sangre materna y sangre de cordón

	Suero materno Mediana (RIC) n (%)	Suero de cordón Mediana (RIC) n (%)
PCR, mg/L	15.5 (11.4-18.9)	0.10 (0.1-0.1)
PCR elevada 1	29 (85.3%)	0
Ferritina, µg/L	19.1 (8.4-40.6)	101.9 (59.1-121.4)
Ferritina baja 2	18 (52.9%)	24 (70.6%)
RsTf, mg/L	3.3 (1.8-5.1)	6.0 (5.2-10.2)
RsTf elevado 3	5 (14.7%)	10 (29.4%)
Deficiencia de hierro (ferritina baja o RsTf elevado)	20 (50.8%)	27 (79.4%)
Vitamina D, nmol/L	57.6 (48.7-74.7)	37.8 (26.0-45.5)
Vitamina D baja 4	10 (29.4%)	28 (82.3%)
Vitamina A, µmol/L	1.04 (0.8-1.4)	0.44 (0.38-0.51)
Vitamina A baja 5	17 (50%)	34 (100%)

Se reportan valores de mediana (rango intercuartílico - RIC) para variables continuas y n (%) para frecuencias.

1 PCR elevada: materna, >8.1 mg/L ; cordón, >0.5 mg/L .

2 Ferritina baja: materna, <20 µg/L ; cordón, <114 µg/L .

3 RsTf elevado: materno: >8.3 mg/L (Laboratorios Ramco®) ; cordón, >9.6 mg/L .

4 Vitamina D baja: materna y cordón, <50 nmol/L ,.

5 Vitamina A baja: materna y cordón, <1.05 µmol/L ,.

RIC: rango intercuartílico; PCR: proteína C-reactiva; RsTf: receptor sérico de transferrina

Con respecto a la inflamación, fue notable que entre los glóbulos blancos, sólo los eosinófilos estuvieron elevados en la mayoría de las mujeres (76.5%). Aunque los eosinófilos en sangre materna y sangre de cordón no estuvieron correlacionados (rs= 0.29, p= 0.085), el número de eosinófilos en sangre de cordón fue significativamente más alto en recién nacidos de madres con eosinofilia [mediana= 0.09, rango intercuartílico (0.05-0.11) ] comparado con mujeres con conteo de eosinófilos normal [0.05 (0.04-0.06) ]. Además, la mayoría de las mujeres tuvieron una PCR elevada usando un punto de corte conservador para el tercer trimestre del embarazo (85.3% >8.1 mg/L) (Tabla 3), pero la PCR en sangre de cordón no estuvo elevada (Tabla 3).

Modelos de regresión polinómica fraccional multivariable para medidas placentarias

Los modelos de regresión polinómica fraccional multivariable para peso y diámetro placentario se describen en la Tabla 4. El peso placentario se asoció positivamente con el volumen plasmático materno (Tabla 4A , Figura 2A ). Una placenta de mayor diámetro se asoció con un conteo mayor de eosinófilos (Tabla 4B , Figura 2B) y con concentraciones de vitamina D en sangre de cordón más altas (Tabla 4B, Figura 2C).

Tabla 4

Modelos de regresión polinómica fraccional multivariable de medidas placentarias.

	Coef. ± DE	p	95% IC	β	Modelo general
A. Peso placentario, kg 1
t Edad gestacional, sem	-0.006 ± 0.01	0.700	-0.03, 0.04	0.06	R2 ajustado= 0.325 p = 0.006
t Volumen plasmático materno, L	0.25 ± 0.07	0.002	0.10, 0.40	0.57
Constante	0.56 ± 0.02	<0.0001	0.52, 0.60
B. Diámetro placentario, cm 2
t Edad gestacional, sem	0.24 ± 0.26	0.372	-0.30, 0.78	0.13	R2 ajustado= 0.374 p = 0.0008
t Eosinófilos en sangre de cordón x102/mm3*	0.21 ± 0.07	0.005	0.07, 0.34	0.43
t Vitamina D en sangre de cordón, nmol/L	0.05 ± 0.02	0.005	0.02, 0.09	0.43
Constante	20.19 ± 0.30	<0.0001	19.58, 20.81

1 Modelo de peso placentario: factor de inflación de la varianza =1.00, número condicional =102, n=29. Variables que entraron en ≥500 repeticiones de remuestreo (bootstrap), pero que fueron excluidas por el proceso de regresión polinómica fraccional multivariable: razón neutrófilos/linfocitos materna, hemoglobina, hematocrito y ferritina, basófilos en sangre de cordón, volumen corpuscular medio, concentración de hemoglobina corpuscular media y vitamina D.

t = Variable transformada. Ecuaciones utilizadas por el proceso de regresión polinómica fraccional multivariable para la transformación de covariables:

t edad gestacional (sem) = edad gestacional - 39.4137931

t Volumen plasmático materno (L) = Volumen plasmático materno - 2.179750286

2 Modelo de diámetro placentario: factor de inflación de la varianza =1.02, número condicional=1.17, n=33. Variables que entraron en ≥500 repeticiones de remuestreo (bootstrap), pero que fueron excluidas por el proceso de regresión polinómica fraccional multivariable: conteo plaquetario materno, plaquetocrito, hemoglobina, hematocrito, volumen corpuscular medio, vitamina D y ferritina; hemoglobina en sangre de cordón, hematocrito, volumen corpuscular medio, plaquetas y basófilos.

t = Variable transformada. Ecuaciones utilizadas por el proceso de regresión polinómica fraccional multivariable para la transformación de covariables:

t Edad gestacional (sem) = edad gestacional - 39.36363636

t Eosinófilos en cordón x103/mm3= Eosinófilos en cordón - 7.757575786. *Se omitió una observación influyente.

t Vitamina D en cordón, nmol/L = Vitamina D en cordón - 39.06720609

Figura 2

Lineas de regresión polinómica fraccional, ajustando para otras covariables en los respectivos modelos de las asociaciones de (A) peso placentario y volumen plasmático materno, (B) diámetro placentario y conteo de eosinófilos de cordón, y (C) diámetro placentario y vitamina D de cordón.

Modelos de regresión de regresión polinómica fraccional multivariable para medidas antropométricas de los recién nacidos

Los pesos de los recién nacidos a término estuvieron dentro de rangos normales. Un menor peso del recién nacido medido en kg se asoció con hematocrito más alto (β= -0.44, no se muestra el modelo), lo cual se confirmó en el modelo de puntaje-z de peso para la edad (Tabla 5A , Figura 3A ), y un puntaje-z de peso para talla más alto se asoció con un diámetro placentario mayor (Tabla 5B , Figura 3B). Mientras que el modelo de regresión polinómica fraccional multivariable para puntaje-z de talla para la edad no mostró covariables significativamente asociadas, una talla mayor (cm) se asoció con un RsTf en sangre de cordón más alto (β= 0.37) y con menor conteo de neutrófilos maternos (β= -0.43), en un modelo que explicó 18.5% de la variabilidad de la talla del bebé (no se muestra el modelo). Dado que los neutrófilos estuvieron dentro de rangos normales en todas las madres, se calculó el punto de corte de neutrófilos maternos para la detección de puntaje-z de peso para talla <-2 en >9.5 x103/mm3. Cuyo se incluyó este punto de corte en el modelo de regresión polinómica fraccional multivariable para talla del recién nacido, los neutrófilos maternos >9.5 x103/mm3 se asociaron con menor talla del recién nacido (Tabla 5C , Figura 4A ), pero los eosinófilos maternos (Tabla 5C , Figura 4B) y una edad materna más avanzada (Tabla 5C ) se asociaron con mayor talla del recién nacido. Finalmente, una circunferencia cefálica (cm) menor se asoció con conteos plaquetarios en sangre de cordón más altos (β= - 0.36) y mayor hematocrito (β= -0.54) (no se muestra el modelo), resultados que fueron reproducidos en el modelo para puntaje-z de circunferencia cefálica para la edad (Tabla 5D , Figuras 5A-5B ).

Table 5

Modelos de regresión polinómica fraccional multivariable de medidas antropométricas del recién nacido.

	Coef. ± DE	p	95% CI	β	Modelo general
A. Puntaje-z de peso para la edad 1
t nodulos Placentarios (0=ninguno, 1= puntiforme, 2=plaquetas)	0.40 ± 0.21	0.061	-0.02, 0.83	0.31	R2 ajustado = 0.269 p = 0.0091
t Hematocrito de cordón (%)	-0.10 ± 0.03	0.005	-0.17, -0.03	-0.48
Constante	0.11 ± 0.16	0.471	-0.21, 0.44
B. Puntaje-z de peso para la talla 2
t Diámetro placentario (cm)	0.25 ± 0.07	0.002	0.09, 0.40	0.51	R2 ajustado =0.237 p = 0.0024
Constante	-0.37 ± 0.17	0.035	-0.71, -0.03
C. Talla al nacer (cm) 3
t edad gestacional, semanas	-0.19 ± 0.20	0.349	-0.61, 0.22	-0.15	R2 ajustado = 0.435 p = 0.0004
t Edad materna, años	0.10 ± 0.04	0.010	0.03, 0.18	0.41
neutrófilos Maternos >9.5 x103/mm3	-1.51 ± 0.42	0.001	-2.36, -0.65	-0.50
t Conteo de eosinófilos maternos x103/mm3	6.10 ± 2.21	0.010	1.57, 10.63	0.38
Constante	51.66 ± 0.27	<0.0001	51.11, 52.21
D. Puntaje-z de circunferencia cefálica para la edad 4
Cord platelet count x106/mm3	-8.56 ± 4.13	0.047	-16.98, -0.13	-0.32	R2 ajustado = 0.270 p = 0.0029
Hematocrito de cordón (%)	-0.15 ± 0.04	0.001	-0.23, -0.06	-0.56
Constante	-0.47 ± 0.19	0.019	-0.86, -0.08

1 Puntaje-z de peso para la edad: factor de inflación de la varianza: 1.04, número condicional: 1.22, n = 33. Variables que entraron en ≥500 repeticiones de remuestreo (bootstrap), pero que fueron excluidas por el proceso de regresión polinómica fraccional multivariable: diámetro placentario; edad materna, paridad, presión arterial sistólica, neutrófilos y monocitos; en sangre de codón: monocitos, eosinófilos*, concentración de hemoglobina corpuscular media y vitamina D.

t = Variable transformada. Ecuaciones utilizadas por el proceso de regresión polinómica fraccional multivariable para la transformación de covariables: Nódulos placentarios (0=ninguno, 1=puntiforme, 2=placas)= nódulos placentarios -1

Hematocrito de cordón (%)= Hematocrito de cordón - 42.03939415

2 Puntaje-z de peso para la talla: n = 33. Variables que entraron en ≥500 repeticiones de remuestreo (bootstrap), pero que fueron excluidas por el proceso de regresión polinómica fraccional multivariable: edad materna, paridad, razón de neutrófilos/linfocitos materna, monocitos y concentración de hemoglobina corpuscular media; en sangre de cordón: plaquetas, basófilos, hematocrito, volumen corpuscular medio y concentración de hemoglobina corpuscular media.

t = Variable transformada. Ecuaciones utilizadas por el proceso de regresión polinómica fraccional multivariable para la transformación de covariables:

t Diámetro placentario (cm) = diámetro placentario- 20.13636364

3 Talla del recién nacido: factor de inflación de la varianza: 1.18, número condicional: 2.33, n = 33. Variables que entraron en ≥500 repeticiones de remuestreo (bootstrap), pero que fueron excluidas por el proceso de regresión polinómica fraccional multivariable: sexo del recién nacido, razón de neutrófilos/linfocitos materna y volumen corpuscular medio; en sangre de cordón: hemoglobina, hematocrito y volumen corpuscular medio.

t = Variable transformada. Ecuaciones utilizadas por el proceso de regresión polinómica fraccional multivariable para la transformación de covariables:

Edad gestacional (sem) = edad gestacional - 39.42424242

Edad materna (años) = Edad materna - 23.78787879

Conteo de eosinófilos maternos = Eosinófilos maternos - 0.1418181821

4 Puntaje-z de circunferencia cefálica para la edad: factor de inflación de la varianza: 1.09, número condicional: 1.34, n= 34. Variables que entraron en ≥500 repeticiones de remuestreo (bootstrap), pero que fueron excluidas por el proceso de regresión polinómica fraccional multivariable: diámetro placentario, maternal monocitos, hemoglobina corpuscular media y ancho de distribución eritrocitario-CV.

t = Variable transformada. Ecuaciones utilizadas por el proceso de regresión polinómica fraccional multivariable para la transformación de covariables:

t Conteo plaquetario en cordón x106/mm3 = Plaquetas en cordón - 0.210705881

t Hematocrito de cordón (%)= Hematocrito de cordón - 42.15588255

* Se omitió una observación influyente

Figura 3

Líneas de regresión polinómica fraccional, ajustando para otras covariables en los respectivos modelos de las asociaciones de (A) Puntaje-z de peso para la edad y hematocrito de cordón, y (B) Puntaje-z de peso para la talla y diámetro placentario.

Figura 4

Líneas de regresión polinómica fraccional, ajustando para otras variables, para asociaciones de talla del recién nacido con (A) conteo de neutrófilos maternos (la línea punteada denota el punto de corte de neutrófilos para la identificación de puntaje-z de peso para la talla <-2 DE = 9.5 x103/mm3 en nuestra muestra) y (B) conteo de eosinófilos maternos.

Figura 5

Líneas de regresión polinómica fraccional, ajustando para otras variables, para asociaciones del puntaje-z de circunferencia cefálica para la edad con (A) hematocrito de cordón y (B) conteo plaquetario de cordón.

Discusión

Las mujeres de comunidades indígenas están entre las poblaciones más vulnerables, y nuestra cohorte aporta evidencia de factores asociados con la salud materna y del recién nacido en la comunidad Ngäbe-Buglé. En un contexto de partos a término no complicados, reportamos inflamación y eosinofilia maternas, así como deficiencias de hierro, vitaminas A y D en la madre y el recién nacido. También reportamos la presencia de riesgo de hipertensión materna evidenciado por una presión arterial media elevada y la presencia PP baja. Los hematocritos elevados y los bajos volúmenes plasmáticos mostraron una expansión plasmática inapropiada durante el embarazo, lo cual pudo haber comprometido la perfusión placentaria y fetal. Nuestros hallazgos de bajo peso placentario para la edad gestacional en 35.3%, y de recién nacidos con bajas circunferencias cefálicas en 17.6% alertan la presencia de resultados de salud adversos del embarazo desapercibidos. Nuestros datos mostraron que indicadores de hemoconcentración tanto materna como neonatal se asociaron con menor peso placentario (menor volumen plasmático materno), y menor peso y circunferencia cefálica del recién nacido (mayor hematocrito en sangre de cordón), dejando al descubierto que la hemoconcentración es un factor de riesgo para resultados adversos del embarazo, que está siendo pasado por alto en esta comunidad indígena. Además, biomarcadores de inflamación materna (mayor número de neutrófilos) y neonatal (mayor conteo plaquetario), se asociaron con menor talla y circunferencia cefálica al nacimiento, respectivamente. En contraste, dos factores conocidos como inmuno-moduladores, la vitamina D y eosinófilos fetales más altos, se asociaron positivamente con el diámetro placentario. Finalmente, un conteo de neutrófilos materno superior a 9.5 x103/mm3 se asoció con menor talla del recién nacido, pero un conteo de eosinófilos materno mayor se asoció con mayor talla neonatal. Nuestro estudio muestra que medidas biométricas y hematológicas simples de rutina pueden ayudar a identificar recién nacidos que requieren seguimiento clínico.

Factores asociados con medidas placentarias

Los resultados adversos del embarazo tienen como mecanismo común la insuficiencia placentaria, la cual coloca al feto en condiciones de alto riesgo de hipoxia y malnutrición, no sólo en el caso de pequeño para la edad gestacional, sino también en fetos clasificados como de adecuados o grandes para la edad gestacional, donde pueden ocurrir una insuficiencia placentaria y un retardo intrauterino ‘enmascarados’ . En estudios que usaron el método modificado de azul de Evan para medir el volumen plasmático en mujeres latinoamericanas, un menor volumen plasmático se asoció no sólo con menor peso placentario sino también con menor peso al nacer ,. Además, se ha demostrado experimentalmente que el peso placentario fue menor en ratas con menor volumen plasmático comparado con controles ,, por lo tanto, los autores sugirieron que el bajo volumen plasmático conduce a una disminución del área de superficie de intercambio entre la madre y el feto produciendo retardo del crecimiento intrauterino (RCIU) . Estos estudios apoyan nuestros hallazgos de un menor peso placentario asociado con menor volumen plasmático materno, y la asociación de un menor puntaje-z de peso para talla con un menor diámetro placentario. Dada la alta prevalencia de placenta de bajo peso para la edad gestacional y la posibilidad de hemoconcentración, nuestros hallazgos apoyan la evidencia existente sobre la importancia de la expansión del volumen plasmático durante el embarazo para obtener resultados de salud placentarios y del recién nacido normales .

También encontramos que la vitamina D en sangre de cordón se asoció positivamente con un mayor diámetro placentario. Un estudio en Dinamarca encontró que la vitamina D en sangre de cordón en concentraciones >60 nmol/L se asoció con pesos placentarios mayores . En nuestro estudio, sólo tres participantes tuvieron vitamina D en sangre de cordón >60 nmol/L, y aún así, mayores concentraciones de vitamina D se asociaron con mayor peso placentario. En contraste, una cohorte de embarazadas en los Estados Unidos reportó que la vitamina D materna se asoció con mayor peso y circunferencia cefálica del recién nacido, pero no con peso placentario . Sin embargo, un estudio hindú mostró que una 25(OH)D en sangre de cordón insuficiente aumentó la inflamación placentaria en recién nacidos pretérmino . Los autores sugirieron que en su estudio, una disminución de la expresión del receptor de vitamina D y del péptido antimicrobiano catelicidina en las placentas de recién nacidos pretérmino, pudieron haber contribuido a la inflamación placentaria .

Sabemos que en la población de estudio había inflamación materna, ya que las concentraciones de PCR al momento del parto fueron mayores que las reportadas en otros estudios -, pero la PCR no mostró asociaciones significativas con ninguno de las medidas placentarias o del recién nacido. Sin embargo, otros marcadores alternativos de inflamación, tales como los neutrófilos y eosinófilos maternos, así como las plaquetas en sangre de cordón, se asociaron con resultados de salud perinatales. Los eosinófilos de cordón mostraron estar asociados con un diámetro placentario mayor, y los eosinófilos maternos con una mayor talla al nacer. Los eosinófilos se conocen por provocar una respuesta de linfocitos T-ayudadores (Th)-2 luego de infecciones por nemátodos intestinales , y se ha demostrado previamente en ratones que la infección por un nematodo intestinal se asoció con una masa placentaria mayor . Es de anotar que nosotros describimos previamente una alta prevalencia de infecciones por nemátodos y reportamos que el nematodo Ascaris se asoció con una menor inflamación medida usando PCR, en la misma población de embarazadas indígenas Ngäbe-Buglé , sugiriendo que las infecciones maternas por nemátodos pueden también influenciar la respuesta inflamatoria fetal, favoreciendo el crecimiento placentario y del recién nacido en esta población.

Nuestros hallazgos también sugieren que la inflamación puede estar contribuyendo a un menor peso placentario, mientras que un mejor estado de la vitamina D en el recién nacido, pudiera modular el efecto de la inflamación en las medidas placentarias, lo cual está de acuerdo con evidencia experimental reciente donde la deficiencia de vitamina D disminuyó el peso y diámetro placentarios, reguló negativamente los transportadores de nutrientes placentarios y produjo insuficiencia de la placentaria al inducir su inflamación .

Factores asociados con la antropometría del recién nacido

Fue interesante observar que, a pesar del rango de factores de riesgo maternos, los recién nacidos tuvieron pesos normales. Sin embargo, se observó una asociación significativa ente un mayor hematocrito y un menor peso al nacer. También, un hematocrito y conteos plaquetarios más altos en sangre de cordón se asociaron con menor circunferencia cefálica. Otros han descrito que la hemoglobina materna ≥110 g/L se asoció con recién nacidos más pequeños , y en embarazos con anormalidad en el índice de pulsatilidad de la arteria umbilical, un indicador de flujo útero-placentario alterado, se encontró un mayor hematocrito en sangre de cordón antes o durante el trabajo de parto . Sin embargo, no se encuentran estudios que se enfoquen en asociaciones entre hematocrito en sangre de cordón y antropometría del recién nacido. En recién nacidos pequeños para la edad gestacional se han descrito una hemoglobina neonatal más alta pero conteos plaquetarios menores, comparados con recién nacidos adecuados para la edad gestacional . Además, se ha descrito una asociación negativa entre el conteo plaquetario y el hematocrito en recién nacidos con policitemia (hematocrito >65%), en quienes un menor número de plaquetas se asoció con recién nacidos pequeños para la edad gestacional . Estas observaciones están de acuerdo con nuestros hallazgos de un hematocrito en sangre de cordón más alto asociado con menor peso al nacer y circunferencia cefálica, pero contrasta con la asociación de mayor conteo de plaquetas en sangre de cordón y menor circunferencia cefálica. Existe evidencia de que durante procesos inflamatorios en el embarazo se desarrolla un aumento en la producción y activación plaquetarias, llevando a un consumo de plaquetas y a un estado pro-coagulante que impacta en la microcirculación placentaria produciendo insuficiencia . También, hemos mostrado previamente que un plaquetocrito mayor se asoció con una PCR más alta en mujeres embarazadas y lactantes Ngäbe . Estos hallazgos apoyan nuestra asociación de un peso placentario menor y mayores conteos plaquetarios con menor peso al nacer.

Se sabe que el conteo plaquetario está aumentado (>450 x106/mm3) durante infecciones neonatales . En el presente estudio, aunque las plaquetas estuvieron dentro de rangos normales, la mayoría de recién nacidos tuvo bajo plaquetocrito y bajo volumen plaquetario. Se ha descrito que la combinación de volumen plaquetario medio y plaquetocrito bajos con un número de plaquetas alto es sugestiva de trombocitosis reactiva, usualmente secundaria a infección . Entonces, nuestros hallazgos de un alto número de plaquetas con menores puntajes-z de peso para la edad y de circunferencia cefálica para la edad pueden ser atribuidos a inflamación.

Nuestro hallazgo de un mayor número de neutrófilos maternos asociados con menor talla del recién nacido, continúa apoyando el posible rol de la inflamación en los resultados de salud del recién nacido. La literatura reciente ha resaltado que no solo la nutrición sino también otros factores endocrinos y de inflamación tienen un rol en la etiología del retardo del crecimiento , particularmente en contextos en vía de desarrollo, donde el retardo del crecimiento relacionado con la inflamación comienza in-utero. En una población indígena en Guatemala se ha reportado la asociación de la inflamación materna subclínica con el retardo en el crecimiento de bebés lactantes , lo cual resalta la necesidad de revisar los puntos de corte para la detección de inflamación subclínica en comunidades vulnerables.

Fortalezas y limitaciones

La inclusión de mujeres al momento del parto como sujeto de investigación es difícil en contextos remotos donde la mayoría de las mujeres tienen un parto domiciliario. En el presente estudio exploratorio pudimos superar esta limitación, ya que las mujeres en su último mes de embarazo fueron acogidas en un albergue administrado por la iglesia, cerca del hospital regional en San Félix. Basados en la información dada por el Ministerio de Salud, determinamos que se reclutó el 65% de los partos esperados en la Comarca para el periodo de un mes entre noviembre y diciembre de 2010. A pesar del muestreo por conveniencia y del tamaño de muestra pequeño, la aplicación de técnicas estadísticas de remuestreo (‘bootstrap’) revelaron que el tamaño de muestra fue suficientemente robusto para realizar un análisis exploratorio y para identificar biomarcadores que pudieran ser usados en la detección mujeres a riesgo para resultados adversos del embarazo. Ya que más del 50% de partos son domiciliarios, es posible que las embarazadas que lograron ser atendidas en el hospital hayan sido aquellas con mayor apoyo familiar/social y con viviendas lo suficientemente cercanas a la ciudad y por tanto con menor riesgo de resultados adversos del embarazo. Entonces, la prevalencia reportada de 6.7% de bajo peso al nacer en 2010 en esta población indígena, pudo subestimar posibles resultados adversos del embarazo en aquellas mujeres que no tuvieron acceso a un parto institucional.

Otra limitación fue la falta de un servicio de patología al momento del estudio y por lo tanto no pudimos obtener un diagnóstico histológico de los nódulos placentarios. También debido a la falta de estándares internacionales para pesos placentarios, usamos una curva de percentiles de pesos placentarios derivados de una población norteamericana, donde el cordón y las membranas fueron removidas antes del pesaje, lo cual no fue hecho en nuestro estudio.

Conclusión

En comunidades indígenas con alta prevalencia de múltiples infecciones, deficiencias nutricionales e inflamación, y con acceso únicamente a laboratorios de rutina, existen limitaciones para la evaluación de la salud materno-infantil. Nuestros resultados revelaron que, en comunidades alejadas, un hematocrito elevado puede ser un biomarcador útil de madres a riesgo de hipo-perfusión placentaria y de un bajo crecimiento in-utero. También encontramos que a pesar de que pesos al nacer fueron normales, los recién nacidos tenían deficiencias en micronutrientes, las cuales requerían un seguimiento clínico post-natal cercano por ser factores de riesgo para inadecuados crecimiento y desarrollo. En conjunto, estos hallazgos evidencian que algunos exámenes de laboratorio de rutina, hasta ahora sub-utilizados, pudieran ser útiles para la evaluación de la salud materno-infantil en contextos de trabajo clínico de campo. Finalmente, nuestros hallazgos indican que un consumo más alto de vitamina D pudiera mejorar el crecimiento placentario y, de ser confirmado, debería ser recomendado y apoyado por parte de las instituciones de salud locales.

1) Why was this study conducted?

The impact of coexisting maternal multiple infections, nutrient deficiencies and inflammation on placental and newborn outcomes has not been studied in indigenous communities.

2) What were the most relevant results of the study?

Maternal subclinical malnutrition, expressed as low maternal and cord hemoconcentration and as micronutrient deficiencies, was associated with lower placental weight and lower infant anthropometric measurements. Maternal inflammation indicators were associated with lower infant length and head circumference.

3) What do these results contribute?

We report data on maternal, placental and neonatal measurements as well as data on inflammation and nutritional biomarkers in maternal and cord blood from indigenous mother-infant dyads living in a remote community in Panama. Our findings unveiled subclinical maternal inflammation and maternal and neonatal under-nutrition that require public health interventions.

1) ¿Por qué se realizó este estudio?

No se ha estudiado el impacto de la coexistencia de múltiples infecciones, deficiencias nutricionales e inflamación en resultados de salud placentarios y neonatales en comunidades indígenas.

2) ¿Cuáles fueron los resultados más relevantes del estudio?

La malnutrición materna subclínica expresada como hemoconcentración en sangre materna y de cordón y como deficiencia en micronutrientes, se asoció con bajo peso placentario y menores medidas antropométricas del recién nacido. Indicadores de inflamación materna se asociaron con menor talla y circunferencia cefálica neonatales.

3¿Qué aportan estos resultados?

Este estudio reporta datos de medidas maternas, placentarias y neonatales, así como de biomarcadores de inflamación y nutrición en sangre materna y de cordón umbilical en pares madre-recién nacido de una comunidad indígena remota en Panamá. Los resultados del estudio revelaron inflamación materna y deficiencias nutricionales maternas y neonatales subclínicas, que requieren intervenciones a nivel de salud pública.